اثر تعاملی محدودیت‌های تأمین مالی و اعتماد به‌ نفس بیش از اندازۀ مدیران بر حق‌الزحمۀ حسابرسی

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانشیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه شهید چمران، اهواز، ایران

2 استادیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و علوم اداری، دانشگاه لرستان، لرستان، ایران

10.22108/amf.2019.114240.1343

چکیده

اهداف: هزینه‌‌های مربوط به روابط قراردادی در نتیجۀ تفاوت تابع مطلوبیت مدیران و صاحبان سهام ایجاد می‌‌شود. حسابرسی مستقل راهکاری اثربخش برای محدودکردن اختیارات مدیران در روابط نمایندگی به شمار می‌‌آید. محور اصلی پژوهش، بررسی تغییر اثر تعاملی بین اعتماد به ‌نفس بیش از اندازۀ مدیران و حق‌الزحمۀ حسابرسی با توجه به نقش محدودیت تأمین مالی است.
روش: در طی دورۀ زمانی 1385 تا 1395 اطلاعات مربوط به شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران گردآوری و برای آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیونی داده‌‌‌های ترکیبی استفاده شده است.
نتایج: نتایج پژوهش نشان می‌دهد اعتماد به ‌نفس بیش از اندازه و محدودیت تأمین مالی سبب تغییر حق‌الزحمۀ حسابرسی می‌‌شود. نتایج فرضیه بیان‌کنندۀ این است که محدودیت تأمین مالی اثر معناداری بر تعامل مشترک اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران و حق‌‎الزحمۀ حسابرسی دارد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Interactive Effect of Financing Constraints and Management`s Over-Confidence on Audit Fees

نویسندگان [English]

  • vali khodadadi 1
  • mohsen rashidi baghi 2
  • masood taherinia 2
1 University of Shahid Chamran Ahwaz, Iran
2 Assistant Prof. in accounting, Faculty of Economics and Administrative Sciences University of Lorestan, Iran
چکیده [English]

Objectives: Agency problems arise as a result of the conflict of interests between managers and shareholders. Auditing is considered as an effective way to limit the power of managers in contractual relationships. The basis of this paper is examining the role of funding constraints in changing the interactive effect between managers’ over-confidence and auditing fees.
Method: The data of the companies, listed in the Tehran Stock Exchange for the period 2006 to 2016, have been extracted and the combined data regression model has been used to test the research hypotheses.
Results: The results indicate that excessive self-confidence and financial constraints lead to changes in audit fees. Also, the results indicate that financing constraints have a significant effect on the joint interaction of management`s over-confidence and the audit fees.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Over-Confidence
  • Auditing Fees
  • Financing constraints

مقدمه.

وجود محدودیت مالی سبب تغییر رویۀ مدیریت در جهت دستکاری سود برای ایجاد فرصت تأمین منابع می‌‌شود (شایتی[1]، 2013). مدیران در شرایط بحران مالی اقدام به تغییر زمان شناسایی اخبار بد می‌‌کنند که با رویکرد رفتاری مدیران خوش‌‌بین هم‌‌راستاست؛ درنتیجه، سرمایه‌‌گذاران با ریسک گزینش نادرست و هزینۀ فرصت روبه‌رو می‌‌شوند. گزینش نادرست اوراق سبب تحمیل هزینۀ بالاتر به سهامداران نسبت به اعتباردهندگان می‌‌شود (پاتل[2]، پریرا[3] و زوودف[4]، 2009). سهامداران در شرایط وجود محدودیت مالی و نیاز به تأمین منابع، محدودیت‌‌های بیشتری را نسبت به برآوردها و خوش‌‌بینی مدیران لحاظ می‌‌کنند؛ به‌گونه‌ای که احتمال شکست کاهش یابد و قیمت سهام به قیمت واقعی نزدیک‌‌تر شود. مدیران با اعتماد به نفس بیش از اندازه با توجه به اینکه احتمال ریسک بازپرداخت‌نشدن بدهی را پایین برآورد می‌‌کنند، بیش از سرمایۀ داخلی اقدام به تأمین مالی ازطریق بدهی می‌‌کنند (تان[5]، 2017). به همین منظور، سهامداران در شرایط وجود محدودیت مالی و با اعمال نظارت، مانع تحمیل هزینۀ مالی بالاتر می‌شوند و عملکرد شرکت را با کنترل رفتارهای مدیر بهبود می‌‌بخشند.

پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهند اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیریت سبب بهبود سیاست‌‌های نظارتی و کیفیت گزارشگری مالی می‌شود (حساس‌یگانه، حسنی‌القار و مرفوع، 2015). دمیرجان[6]، لو[7]، لوئیس[8] و مک‌‌وی[9] (2013) ارتباط مستقیم بین اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیریت و کیفیت گزارشگری مالی را تأیید کردند. کریشنان[10] و وانگ[11] (2015) نیز به این نتیجه رسیدند که اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیریت به‌دلیل کاهش ریسک‌‌های حسابرسی و بهبود کیفیت گزارشگری مالی سبب کاهش حق‌الزحمۀ حسابرسی می‌‌شود. مدیران توانمند امکان افزایش ثروت خود به هزینۀ سهامداران را دارند. آنها به‌واسطۀ شناخت بیشتر نسبت به رویه‌‌های گزارشگری مالی، ضعف‌‌های کنترل داخلی و شناسایی فرصت‌‌های تقلب و برای بهبود انگیزه‌‌های پرداخت پاداش، اقدام به دستکاری شرایط مالی و سودآوری شرکت برای دریافت تسهیلات بانکی بیشتر (جی[12]، ماتسوموتو[13] و ژانگ[14]، 2011) و فروش درون‌گروهی می‌‌کنند.

بحران مالی که بیان‌کنندۀ ناتوانی شرکت در ایفای تعهدات است، سبب ایجاد انگیزۀ فرصت‌‌طلبی و تلاش در جهت منافع شخصی برای مدیران می‌‌شود (چوی[15]، کیم[16]، کیم و ژانگ، 2010). به‌دلیل مشکلات مالی در شرایط بحران، مدیران تشویق می‌شوند رفتارهای فرصت‌طلبانه‌ای را برای دست‌یابی به منافع شخصی، انتظارات بازار و حداکثرسازی پاداش در کوتاه‌مدت انجام دهند (افندی[17]، سریواستاوا[18] و سوانسون[19]، 2007؛ کاسترلا[20]، فرانسیس[21]، لوئیس و والکر[22]، 2004). حسابرسان برخلاف افراد خارج از شرکت به اطلاعات درون‌سازمانی برای ارزیابی ریسک حسابرسی دسترسی دارند. حق‌الزحمۀ حسابرسی نشان‌‌دهندۀ سطح اطلاعات درون‌سازمانی است که در شرایط بحران مالی به‌دلیل امکان وجود رفتارهای فرصت‌طلبانۀ مدیران و نیاز به افزایش حجم عملیات حسابرسی، افزایش می‌‌یابد (کاسیس[23]، مارتزوکاس[24] و تریگورگیس[25]، 2007). در این شرایط به‌دلیل تغییر محسوس ریسک حسابرسی در نتیجۀ ایجاد انگیزۀ تقلب به‌وسیلۀ مدیریت، خدمات حسابرسی با قیمت بالاتری ارائه می‌‌شود (فرانک[26] و اوبلاج[27]، 2014).

در پژوهش‌‌های انجام‌شده ازجمله حساس‌‌یگانه و همکاران (2015)، نصیرزاده، عباس‌‌زاده و ذوالفقارآرانی (2018) و هیرشلیفر[28]، لاو[29] و تئو[30](2012)، اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیریت از جنبۀ تأثیر آن بر ریسک سرمایه‌‌گذاری، منشأ آن و با فرض کارآیی بازار سرمایه بررسی و بر جنبۀ کارآیی نسبی بازار تأکید شده است؛ در حالی که در پژوهش حاضر برای جبران ضعف ناشی از ابهام در کارآیی بازار سرمایه و الگو‌‌های آماری مبتنی بر کارآیی بازار، با پنجک‌‌بندی روابط و اجرای الگو‌‌های محدودیت تأمین مالی در هر پنجک، بخشی از این ضعف پوشش داده شده است. ازطرفی، برخلاف پژوهش‌‌های پیشین با بررسی همزمان اثر تعاملی محدودیت تأمین مالی، به هر دو جنبۀ ریسک اطلاعات (منشأ ایجاد اطلاعات) و توزیع اطلاعات (تقارن اطلاعاتی) توجه شده است. در سایر پژوهش‌‌های داخلی، محدودیت تأمین مالی از جنبۀ بازار و کارآیی آن (عوامل برون‌سازمانی) بررسی شده و به عوامل مؤثر درون‌سازمانی و محدودیت‌‌های موجود در بازار سرمایه توجه نشده است. در این پژوهش با لحاظ‌کردن اعتماد به نفس بیش از اندازه و کارآمدی بازار در الگو‌‌های بررسی‌شده، به منبع ایجادکنندۀ ریسک حسابرسی و محدودیت‌‌های بازار نیز توجه شده است.

هدف نهایی، پاسخ‌دادن به سؤالات زیر است: آیا تغییرات رفتاری مدیریت، حق‌الزحمۀ حسابرسی را به‌طور کامل توضیح می‌‌دهد؟ چرا به نظر می‌‌رسد در شرایط بحران مالی، حق‌الزحمۀ حسابرسی به‌طور معمول بیشتر و نه کمتر، تعیین می‌‌شود؟ چرا حق‌الزحمۀ حسابرسی با ترکیب بحران مالی و اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیریت، روند صعودی به خود می‌‌گیرد؟ در ادامه ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش‌های انجام‌شده، فرضیه‌‌ها و سپس، الگو‌‌ها و روش‌‌های پژوهش و درنهایت، نتایج و پیشنهادها ارائه می‌‌شوند.

 

مبانی نظری.

وضعیت یا محدودیت مالی، عامل مهم اثرگذار بر سرمایه‌گذاری شرکت است. برمبنای دیدگاه فرمانسا[31] و لانگوست[32] (2013) و سیلوا[33] و کاریری[34] (2012)، محدودیت مالی عاملی برای اندازه‌‌گیری وضعیت مالی یا وضعیت ترازنامۀ شرکت مانند جریان نقدی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت است. محدودیت مالی بیشتر شرکت‌‌ها، بیان‌کنندۀ شرایط مالی ضعیف‌‌تر است. با توجه به نظریۀ سرمایه‌‌گذاری، شرکت‌‌های دارای محدودیت مالی، شرایط ترازنامۀ نامساعدتر و درنتیجه، هزینه‌‌های تأمین مالی بالاتری نسبت به دیگر شرکت‌‌ها دارند که این امر از وضعیت نقدینگی نامساعدتر و ریسک ورشکستگی آنها نشئت می‌گیرد؛ درنتیجه، محدودیت مالی بیشتر شرکت سبب افزایش ریسک گزارشگری مالی می‌‌شود؛ زیرا شرکت‌ها در تأمین منابع سرمایه‌‌گذاری و تأمین مالی برون‌سازمانی مشکل دارند (بوتزن[35]، فاس[36] و ورمیولن[37]، 2002). آنجلوپولو[38] و گیبسون[39] (2007) نشان دادند اهرم مالی و نسبت پرداخت سود سهام شرکت‌‌ها بر سرمایه‌‌گذاری شرکت تأثیر می‌گذارد. آنها توضیح دادند که شرکت‌‌های با جریان نقدی بالا، محدودیت مالی کمتری خواهند داشت.

در ادبیات اقتصادی، زمانی که کیفیت مشاهده‌ نشود، قیمت معیاری برای بررسی کیفیت لحاظ می‌‌شود (شاپیرو[40]، 1983). حق‌الزحمۀ حسابرسی نیز به پیروی از ادبیات اقتصادی، معیاری از کیفیت حسابرسی در نظر گرفته می‌‌شود. در صورتی که صاحبکاران، افزایش در کیفیت حسابرسی را تابعی از افزایش در حق‌الزحمۀ حسابرسی در نظر بگیرند، مقاومت کمتری نسبت به افزایش حق‌الزحمۀ حسابرسی خواهند داشت و زمانی که کیفیت حسابرسی پایین‌‌تری لازم است، صاحبکاران حق‌‌الزحمۀ حسابرسی را به میزان کمتری کاهش می‌‌دهند (فرگوسن[41]، لینوکس[42] و تیلور[43]، 2005). ازجمله عوامل مؤثر بر حق‌الزحمۀ حسابرسی، قوانین مالی است (برای نمونه قانون ساربینز آکسلی). در محیط داخلی نیز می‌‌توان به الزام استقرار حسابرسی داخلی و کنترل‌‌های ناشی از راهبری شرکتی اشاره کرد. در شرایط بحران مالی، ریسک کیفیت اطلاعات با ابهام روبه‌رو می‌‌شود که به برنامه‌‌ریزی دقیق‌‌تر، تلاش بیشتر و به‌کارگیری تیم حسابرسی تخصصی نیازمند است که در نتیجۀ آن انتظار افزایش حق‌الزحمۀ حسابرسی وجود دارد که از افزایش سطح کیفیت حسابرسی برای کاهش ریسک‌‌های مؤسسۀ حسابرسی و سرمایه‌‌گذاران نشئت می‌گیرد.

افزایش رقابت در بازار سبب واقعی‌تر شدن قیمت‌‌گذاری می‌‌شود. در حالت رقابت بالاتر، کشش قیمتی محدود است و فروشنده خود را ملزم به دریافت قیمت استاندارد می‌‌داند. ناکارآمدی بازار (وجود اطلاعات ناقص) سبب ایجاد چسبندگی می‌‌شود (قیمت‌‌ها با سرعت کمتری به تغییرات واکنش نشان می‌‌دهند)؛ اما افزایش رقابت، به مرور زمان فروشنده‌‌ها را به تعدیل کاهشی قیمت‌‌ها ملزم می‌‌کند (ویلرس[44]، هایب[45] و ژانگ، 2014). در شرایط بحران مالی که بیان‌‌کنندۀ ناتوانی شرکت در تأمین مالی با هزینۀ پایین است، ریسک تغییر کیفیت گزارشگری مالی برای دست‌یابی به شرایط موردانتظار اعتباردهندگان وجود دارد که درنهایت، ریسک حسابرسی و حق‌الزحمۀ حسابرسی را نیز افزایش می‌‌دهد. مطالعات زیادی دربارۀ عوامل مؤثر بر حق‌الزحمۀ حسابرسی انجام شده‌اند که حق‌الزحمۀ حسابرسی را بررسی تفصیلی و نظری کرده‌اند. دارایی‌‌ها و بدهی‌‌های جاری به‌دلیل نقدینگی و تغییرپذیری بالا، به رسیدگی و برنامه‌ریزی دقیق‌‌تری نیازمند است که نتیجۀ آن افزایش ساعات کار حسابرسی است. بن‌علی[46] و لسیج[47] (2012) بیان می‌کنند که برآورد ریسک حسابرسی تابعی از اختیارات مدیریت، شدت روابط نمایندگی و سایر عوامل مرتبط است و با توجه به ریسک ارزیابی‌شده، عملیات حسابرسی برنامه‌ریزی و حق‌‌الزحمۀ حسابرسی تعیین می‌‌شود (آستانا[48] و بونی[49]، 2012؛ خدادادی و حاجی‌زاده، 2012).

دی‌مایر[50]، باوهید[51] و کاونبرگ[52] (2018)، این موضوع را بررسی کردند که آیا ساختار سررسید بدهی شرکت‌‌های خصوصی با کیفیت ارقام سود این شرکت‌ها ارتباط دارد یا خیر. آنها با بررسی نمونه‌‌ای از شرکت‌‌های بلژیکی در بازۀ زمانی 2004 تا 2014 دریافتند که کیفیت سود رابطۀ مثبتی با احتمال داشتن بدهی بلندمدت و با سهم بدهی بلندمدت از کل بدهی‌‌ها دارد. آنها با ارائۀ شواهدی، گزارش کردند که این روابط برای شرکت‌‌های کوچک و متوسط از شرکت‌‌های بزرگ‌‌تر خصوصی، قوی‌‌تر است. این یافته مطابق با این مفهوم است که شرکت‌‌های کوچک‌‌تر ریسک بنیادی‌‌تری برای اعتباردهندگان دارند.

سلیم[53] و الزوبی[54] (2018) تأثیر کیفیت حسابرسی و تأمین مالی بدهی بر مدیریت سود را با استفاده از نمونه‌ای شامل 72 شرکت صنعتی طی دورۀ انتخابی بین سال‌‌های 2006 تا 2012 با به‌کارگیری الگوی اصلاح‌شدۀ جونز بررسی کردند. نتایج نشان داد کیفیت حسابرسی و تأمین مالی بدهی توانایی بالقوۀ مدیریت سود را کاهش می‌‌دهد و در مقابل سبب بهبود کیفیت گزارش مالی می‌‌شود. بدهی بالا سبب پدیدآمدن خطر مدیریت سود خواهد شد. محمدی، سبزعلی‌‌پور و دهقانی (2018) رابطۀ بین شفافیت شرکتی و محدودیت در تأمین مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی و برای سنجش شفافیت شرکتی از دو معیار شفافیت سود حسابداری و اقلام تعهدی اختیاری و برای تعیین شرکت‌های دارای محدودیت در تأمین مالی، از شاخص بومی‌شده استفاده کردند. یافته‌های آنها نشان می‌دهد شفافیت شرکتی با محدودیت در تأمین مالی رابطۀ معنی‌داری دارد که این نشان می‌دهد شرکت‌هایی که ازنظر شفافیت شرکتی وضعیت بهتری دارند، در زمینۀ تأمین مالی با محدودیت کمتری روبه‌رو خواهند بود.

فرضیۀ اول: محدودیت تأمین مالی به‌صورت معناداری سبب تغییر حق‌الزحمه‌‌های حسابرسی می‌‌شود.

ادبیات روان‌شناسی، سه عاملِ تصور کنترل، درجۀ بالای خوش‌‌بینی نسبت به پیامدهای مساعد و خصوصیات انتزاعی را برای اعتماد به نفس بیش از اندازه معرفی کرده است که مقایسۀ عملکرد بین افراد را مشکل می‌‌‌کند (مارچ[55]، 1991). عوامل مطرح‌شده با تصمیم‌‌گیری سازمانی ارتباط دارند. اعتماد بیش از اندازۀ تصمیم‌‌گیری دربارۀ تأسیس واحدهای تجاری، ورود به بازارهای جدید، معرفی محصول جدید یا تحصیل سایر واحدهای تجاری را تسهیل می‌‌کند (بن‌‌دیوید[56]، گراهام[57] و هاروی[58]، 2013). اعتماد به نفس بیش از اندازه به‌دلیل خوش‌‌بینی و غیرمحتمل دانستن شکست، سبب تقویت تعهدات مدیریتی می‌شود (انگلمایر[59]، 2011)؛ بنابراین، اعتبار مدیر را به‌منزلۀ رهبر واحد تجاری افزایش می‌دهد (بولتون[60]، برانرمیر[61] و ولدکمپ[62]، 2013).

موفقیت در محیط تجاری مستلزم تمایل به پیگیری فرصت‌‌های شناسایی‌نشده است (مارچ، 1991)؛ اما بیشتر مدیران تمایلی به پیگیری و شناسایی این فرصت‌‌ها ندارند؛ با این حال، می‌توان طرح‌‌های انگیزشی برای تشویق مدیران به ریسک‌‌پذیری به کار گرفت (آرمسترانگ[63]، کور[64]، تیلور و ورچیا[65]، 2011)؛ ولی انگیزه‌‌های ذاتی و درونی در بیشتر موارد تمایل به گرفتن تصمیمات اساسی را محدود و انگیزه‌‌های مالی نقش کم‌اهمیت‌‌تری ایفا می‌‌کنند (مارچ و شاپیرا[66]، 1987). اعتماد به نفس بیش از اندازه منبعی بااهمیت از چنین انگیزه‌‌های درونی و بیان‌کنندۀ این است که مدیران با اعتماد به نفس بیش از اندازه تمایل بیشتری به اجرای پروژه‌‌های نوآورانه‌‌ با احتمال بالقوۀ سودآوری را دارند (هیرشلیفر و همکاران، 2012). با وجود این، برای دست‌یابی به موفقیت تنها اجرای پروژه‌‌های سرمایه‌گذاری جسورانه کفایت نمی‌‌کند؛ زیرا تنها درصد پایینی از این سرمایه‌‌گذاری‌‌ها سبب دست‌یابی به نتایج پیش‌‌بینی‌شده می‌‌شود و تداوم به‌روزرسانی دانش مدیریت نسبت به طرح سرمایه‌‌گذاری در همۀ مراحل اجرایی پروژه و انعطاف‎‌پذیری برای انجام تغییرات لازم در مراحل مختلف اجرا، دست‌یابی به هدف را ممکن می‌کند (بیسلی[67]، کارسلو[68]، هرمنسون[69] و نیل[70]، 2010).

ادبیات مربوط به تجزیه و تحلیل اقتصادی و تصمیم‌گیری، ماهیت پروژه‌‌های عمدۀ سرمایه‌‌گذاری را با تأکید بر تصمیمات گرفته‌شده در مراحل میانی پروژه، تشریح و شناسایی کرده است؛ زیرا چالش‌‌ها و فرصت‌‌های ایجادشده در پایان هر مرحله، به مرحلۀ قبلی بستگی دارد؛ بنابراین، نمی‌‌توان آنها را از قبل پیش‌‌بینی کرد. اطلاعات به‌دست‌آمده در هر مرحله از پروژه، برای اصلاح مراحل بعدی به کار می‌رود و بازخوردهای ناشی از آن برای موفقیت نهایی ضروری است (هویتاش[71]، مارکلویچ[72] و باراگاتو[73]، 2007)؛ درواقع، حتی تجربه‌‌های ایجادکنندۀ شکست نیز اطلاعات باارزشی در اختیار واحد تجاری قرار می‌‌دهند (منون[74] و ویلیامز[75]، 2001)؛ زیرا یادگیری ناشی از اجرا برای دست‌‌یابی به سودآوری بلندمدت در بازار رقابتی اهمیت زیادی دارد (اریکسن[76] و پاکز[77]، 1995) و یادگیری ناشی از شکست اثربخشی بیشتری دارد (مادسن[78] و دسایی[79]، 2010). مشکل زمانی ایجاد می‌‌شود که مدیران به موفقیت و شکست‌‌ها پاسخ نامتقارن می‌‌دهند. مدیران تمایل به تفسیر و ارائۀ موفقیت‌‌ها در مراحل میانی پروژه به‌منزلۀ تأییدی برای بهینه‌بودن طرح اصلی سرمایه‌گذاری و رویکرد انتخابی دارند؛ ولی بازخوردهای منفی را به تأخیر می‌اندازند و اطلاعات نامساعد را افشا نمی‌‌کنند (مور[80] و هیلی[81]، 2008). در این شرایط عملیات حسابرسی با پیچیدگی‌‌های خاصی روبه‌رو می‌‌شود؛ به‌گونه‌ای که در شرایط مطلوب، به‌دلیل گستردگی عملیات و ورود مدیریت به حوزه‌‌های جدید، حجم کار حسابرسی افزایش می‌‌یابد و در شرایط نامساعد به‌دلیل پنهان‌سازی و تعویق اخبار بد به دوره‌‌های بعدی، ریسک کشف‌نشدن حسابرسی افزایش می‌‌یابد که در هر دو حالت، سبب تغییر افزایشی حق‌الزحمۀ حسابرسی می‌شود (گال[82]، خدمتی[83]، لیم[84] و نویسی[85]، 2018).

فرضیۀ دوم: اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران به‌صورت معناداری سبب تغییر حق‌الزحمه‌‌های حسابرسی می‌‌شود.

رویکرد عقلایی سرمایه‌‌گذاری سبب اجتناب مدیران از سرمایه‌‌گذاری در پروژه‌‌های سودآور ریسکی و با علامت‌‌دهی انحرافات از انتظارات سرمایه‌‌گذاران، سبب واکنش‌‌های اصلاحی سهامداران می‌‌شود؛ اما اعتماد به نفس بیش از اندازه به‌دلیل انحراف از واقعیت، سبب تضعیف این اثرات می‌‌شود. اثرات مشترک اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران (تشویق به بررسی و اکتشاف) و محدودیت تأمین مالی معنادارتر است؛ زیرا در این شرایط تصمیمات باید به سرعت گرفته شوند و توان شناسایی مسائل و مشکلات به شیوه‌‌ای زمانمند، نقش بااهمیتی را ایفا می‌‌کند. وقتی سهامداران واحد تجاری نسبت به اخبار بد میان‌دوره‌‌ای آگاهی یابند، امکان به تأخیر انداختن واکنش و پنهان‌سازی عواقب ناشی از کارآیی‌نداشتن مدیریت، غیرممکن خواهد شد. کاسیس و همکاران (2007) نشان دادند با محدودشدن زمان موردنیاز برای واکنش و اصلاح، ارزش اقدامات اصلاحی افزایش می‌‌یابد؛ به عبارتی، با افزایش محدودیت تأمین مالی احتمال شناسایی خطاها و انحرافات ناشی از رویکرد خوش‌‌بینانۀ مدیران افزایش می‌یابد و با اطلاع‌رسانی انحرافات، سهامداران در پاسخگویی به انحرافات پویاتر می‌شوند و امکان کنترل رفتارهای مدیران افزایش می‌‌یابد. در این شرایط با توجه به اقدامات کنترل و نظارتی انجام‌شده از جانب سهامداران، ریسک‌‌های کنترلی و کشف‌نشدن کاهش و متناسب با آن حق‌الزحمۀ حسابرسی کاهش می‌‌یابد.

سهامداران با توجه به مشارکت‌نداشتن به‌طور مستقیم در عملیات واحد تجاری و بی‌میلی به تحمل زیان‌‌های بلندمدت، نسبت به مدیران خوش‌‌بینی کمتری دارند و انحرافات ایجادشده در انتظارات سرمایه‌‌گذاری را با حساسیت بیشتری پیگیری می‌‌کنند. محدودیت تأمین مالی سبب شناسایی و اعلام اخبار بد به سهامداران و مانع تداوم اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران و خوش‌‌بینی آنها می‌شود و امکان ارائۀ راه‌‌حل و کاهش هزینه را فراهم می‌کند. واحد تجاری برای بهره‌مندی از دانش کسب‌شده در نتیجۀ بررسی و اکتشاف، سرمایه‌‌گذاری انجام‌شده را اصلاح می‌کند یا تغییر می‌‌دهد که ممکن است به شکل تغییر فرایند تولید یا ارائۀ محصول و خدمات جدید نمود پیدا کند؛ به عبارتی، مدیران و سهامداران برای حفظ ریسک سرمایه‌‌گذاری در سطحی مشخص، راهکارهای نظارتی را افزایش می‌دهند یا بهبود می‌بخشند و نتایج حاصل از تصمیمات مدیران را در دوره‌‌های زمانی مختلف بررسی و کنترل می‌کنند که درنتیجه، احتمال ایجاد هزینه‌‌های ناشی از فرصت از بین می‌رود و خوش‌‌بینی مدیران به حداقل ممکن کاهش می‌‌یابد. در این شرایط با کاهش ریسک‌‌ها و حجم عملیات حسابرسی انتظار کاهش حق‌الزحمۀ حسابرسی وجود دارد.

مهدوی و رستگاری (2018) با بررسی رابطۀ کیفیت حسابرسی و محدودیت در تأمین مالی نشان دادند اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی و تداوم انتخاب حسابرس، رابطۀ مستقیم و معناداری با محدودیت در تأمین مالی دارد؛ ولی رابطۀ تخصص حسابرس در صنعت با محدودیت در تأمین مالی، معکوس و معنادار است. به‌طور کلی، نتایج پژوهش آنها نشان داد کیفیت حسابرسی بر محدودیت در تأمین مالی اثرگذار است. لاری‌دشت‌بیاض، صالحی و سخاوت‌‌پور (2018) با بررسی اثر تعدیلی محدودیت ‌مالی با شاخص کاپلان[86] و زینگالس[87] (1997) بر رابطۀ ساختار دارایی‌های ‌وثیقه‌پذیر و ساختار‌ مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار ‌تهران، به این نتیجه رسیدند که محدودیت مالی شرکت‌‌ها در رابطۀ کل دارایی‌های ‌وثیقه‌پذیر با اهرم ‌مالی و اجزای دارایی‌های وثیقه‌پذیر (اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات، موجودی‌کالا و حساب‌‌های دریافتنی) با اهرم ‌مالی شرکت، مثبت و معنادار است؛ به عبارت دیگر، با وجود محدودیت‌‌های مالی در شرکت‌‌ها، این رابطه تقویت می‌‌شود. در تحلیل فرضیۀ سوم، متغیر تعدیلی محدودیت مالی در رابطۀ بین دارایی‌های بلندمدت وثیقه‌پذیر با اهرم ‌مالی بلندمدت تأثیری ندارد. متغیر تعدیلی محدودیت مالی در رابطۀ بین دارایی‌های کوتاه‌مدت وثیقه‌پذیر با اهرم مالی کوتاه‌مدت، نشان‌دهندۀ اثر مثبت و معنادار است. علاوه بر این اثر تعدیلی محدودیت‌ مالی در اجزای دارایی‌های کوتاه‌مدت‌ وثیقه‌پذیر (موجودی‌ کالا و حساب‌‌های دریافتنی) با اهرم ‌مالی کوتاه‌مدت به‌ترتیب نشان‌دهندۀ رابطۀ مثبت و معنادار و نبود رابطه است.

فرضیۀ سوم: محدودیت تأمین مالی اثر معناداری بر تعامل مشترک اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران و حق‌الزحمۀ حسابرسی دارد.

 

روش پژوهش.

روش این پژوهش مبتنی بر توصیف روابط واقعی میان داده‌های موجود است که در قالب الگوی رگرسیون‌ بررسی می‌‌شود. بررسی فرضیه‌ها، فرایند فرموله‌سازی روابط در دنیای واقعی است؛ ازاین‌رو، باید نخست جنبه‌های واقعی روابط را شناخت و سپس الگو را طراحی کرد. فرضیه‌های بررسی‌شده انعکاس ویژگی‌های رفتاری حق‌الزحمۀ حسابرسی در قیمت‌هاست. برای کشف روابط میان متغیرها به نظریه‎‌‌های پشتوانه و ادبیات پژوهش گذشته و مبانی نظری مربوط اتکا می‌شود؛ پس از انجام آزمون‌های تجربی روابط میان متغیرها، روابط میان متغیرها مشخص و نوع روابط میان آنها - مستقیم یا غیرمستقیم - تعیین می‌‌شود. شدت این روابط نیز با توجه به بار عاملی به‌دست‌آمده میان متغیرها مشخص می‌‌شود. برای بررسی نقش محدودیت تأمین مالی در تغییر اثر تعاملی بین اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران و حق‌الزحمۀ حسابرسی، حق‌الزحمۀ موردانتظار براساس ضرایب به‌دست‌آمده از الگوی ۱ برآورد می‌شود؛ سپس اختلاف حق‌الزحمۀ واقعی به‌دست‌آمده از صورت‌‌های مالی نسبت به حق‌الزحمۀ حسابرسی مبتنی بر الگوی موردانتظار، محاسبه و بررسی می‌‌شود. حق‌الزحمۀ حسابرسی در حال بحث، تابعی از متغیرهای ارائه‌شده در الگوی زیر است (دی‌‌ویلرس[88]، های[89] و ژانگ، 2013):

 

(1)

 

 

برای محاسبۀ حق‌‌الزحمۀ برآوردی (EAF)، ابتدا الگوی 1 برای هر سال بر مبنای حق‌الزحمۀ واقعی حسابرسی (LAF) تخمین زده و سپس ضرایب هر متغیر استخراج می‌شود. در مرحلۀ بعد، داده‌های هر شرکت در الگوی ذکرشده و با توجه به ضرایب به‌دست‌آمده، جایگذاری می‌شود و عدد حق‌الزحمۀ برآوردی به دست می‌‌آید.

(2)

 

در الگو‌‌های 1 و 2:

LAF حق‌الزحمۀ واقعی حسابرسی،
EAF حق‌الزحمۀ حسابرسی برآوردی، OC اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران، SIZE مجموع دارایی‌‌ها، C_Rate نسبت دارایی‌‌های جاری، Q_Rate نسبت دارایی جاری به بدهی جاری، Debt نسبت بدهی بلندمدت به مجموع دارایی‌‌ها، KZ محدودیت تأمین مالی، LEV اهرم مالی، ROA بازده دارایی،
MTB نسبت ارزش بازار به دفتری، RETVOL نوسان بازده، INST مالکیت نهادی، MGO مالکیت مدیریت و LOSS زیان شرکت را نشان می‌‌دهند.

برای محاسبۀ متغیر حق‌‌الزحمۀ حسابرسی، از لگاریتم طبیعی حق‌‌الزحمۀ حسابرسی استفاده شده است. اطلاعات حق‌الزحمۀ حسابرسی، از سرفصل هزینه‌‌های اداری و تشکیلاتی و معین سایر هزینه‌‌ها در یادداشت‌‌های همراه صورت‌‌های مالی استخراج شده است. برای اندازه‎‌گیری اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران، اختلاف سود فصلی پیش‌‌بینی‌شدۀ هر سهم با سود واقعی آن محاسبه می‌شود. به پیروی از نصیرزاده و همکاران (2018) و لین[90]، هو[91] و چن[92] (2005) چنانچه در یک سال مبلغ سود پیش‌‌بینی‌شده از سود واقعی بیشتر باشد، عدد یک خواهد گرفت که در این صورت مدیر اعتماد به نفس بیش از اندازه دارد و در غیر این صورت عدد صفر را می‌‌پذیرد. برای محاسبۀ محدودیت در تأمین مالی واحد تجاری از معیار کاپلان و زینگالس (1997) استفاده شده است که الگوی تعدیل‌شدۀ آن در بورس اوراق بهادار تهران و به شرح زیر استفاده شده است (حصارزاده و تهرانی، 2008). شرکت‌‌هایی که در پنجک چهارم و پنجم قرار می‌‌گیرند، جزء شرکت‌‌های دارای محدودیت مالی محسوب می‌‌شوند.

(3)

 

 

در این الگو C بیان‌کنندۀ نسبت موجودی نقد،
DIV سود تقسیمی، LEV اهرم مالی و MTB نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری است.

برای محاسبۀ اندازۀ شرکت از لگاریتم مجموع دارایی‌‌ها، برای محاسبۀ نسبت جاری از نسبت دارایی‌‌های جاری به مجموع دارایی‌‌ها، برای محاسبۀ نسبت آنی از نسبت دارایی‌‌های جاری (پس از کسر موجودی کالا) به بدهی‌‌های جاری و برای محاسبۀ نسبت بدهی بلندمدت از تقسیم بدهی بلندمدت به مجموع دارایی‌‌ها استفاده می‌‌شود. بازده دارایی‌ها از تقسیم سود عملیاتی به مجموع دارایی‌‌های شرکت در ابتدای دوره به دست می‌‌آید. برای محاسبۀ زیان اگر شرکت در سال جاری، سال قبل یا دو سال قبل با زیان روبه‌رو شده باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر است. ارزش بازار به ارزش دفتری برابر با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام است. اهرم مالی برابر با نسبت مجموع بدهی‌‌ها به مجموع دارایی‌‌های شرکت است. انحراف معیار بازده برابر با انحراف معیار 3 سالۀ بازده سالانۀ شرکت است. برای محاسبۀ درصد مالکیت نهادی، از اطلاعات مربوط به مجموع سهام در اختیار اشخاص حقوقی و اشخاص حقیقی دارای مالکیت بیش از 20 درصد بر کل سهام منتشرشدۀ شرکت استفاده می‌‌شود. درصد مالکیت مدیریت از تقسیم سهام نگهداری‌شده به‌وسیلۀ هیئت‌مدیره به کل سهام شرکت در هر دوره به دست می‌‌آید.

جامعۀ آماری، همۀ شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌‌های 1385 تا 1395 است که شرایط زیر را داشته باشند: برای همگن‌شدن نمونۀ آماری در سال‌‌های بررسی‌شده، شرکت‌‌ها قبل از سال ۱۳۸۶ در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشند؛ برای افزایش مقایسه‌پذیری، پایان سال مالی شرکت‌‌های مطالعه‌شده اسفندماه است؛ نمونۀ آماری شامل شرکت‌‌های سرمایه‌‌گذاری و واسطه‌‌گری مالی، واسپاری، بانک‌‌ها و بیمه‌‌ها نمی‌‌شود و طی دورۀ زمانی این پژوهش شرکت‌‌ها تغییر ماهیت نداشته یا دورۀ مالی خود را تغییر نداده باشند؛ درنهایت، داده‌‌های مدنظر شرکت‌‌ها در دسترس باشد. شرکت‌‌های بررسی‌شده، شامل 72 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده است.

 

یافته‌‌ها.

در جدول زیر تحلیل توصیفی متغیرهای پژوهش ارائه و بررسی شده است.


جدول (1) تحلیل توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیرها

میانگین

میانه

انحراف معیار

حداکثر

حداقل

حق‌الزحمۀ حسابرسی

5709/19

4431/19

6867/0

8205/21

8112/16

اعتماد به نفس بیش از اندازه

0131/0

0076/0

0192/0

1641/0

0751/0-

محدودیت تأمین مالی

1251/0

0000/0

3310/0

0000/1

0000/0

اندازۀ شرکت

858۰/5

7950/5

6123/0

5200/8

2464/4

نسبت جاری

6۰۴۳/0

6510/0

2119/0

9500/0

0670/0

بازده دارایی‌‌ها

1376/0

0573/0

2176/0

1854/1

4032/0-

زیان شرکت

0874/0

0000/0

2827/0

0000/1

0000/0

ارزش بازار به دفتری

1641/1

1209/1

1566/0

9271/1

4704/0

اهرم مالی

6427/0

6589/0

2012/0

8244/1

0964/0

نوسان بازده

3895/0

3350/0

2411/0

9774/0

0120/0

مالکیت نهادی

7227/0

8190/0

2657/0

9900/0

0100/0

مالکیت مدیریت

6681/0

7011/0

2084/0

9900/0

0100/0

تعداد مشاهدات

792

792

792

792

792

 

 

میانگین حق‌الزحمۀ حسابرسی برآوردی برابر با 5709/19 و میانگین محدودیت تأمین مالی برابر با 1251/0 است که محدودبودن میزان نقدینگی نگهداری‌شده به‌وسیلۀ شرکت‌‌های مطالعه‌شده را نشان می‌دهد که با توجه به نرخ بازده 13‌درصدی آنها توجیه‌پذیر است. میانگین متغیر اعتماد به نفس بیش از اندازه برابر با 0131/0 و نشان‌دهندۀ به‌کارگیری محدود مدیران با اعتماد به نفس بیش از اندازه است. ساختار مالکیتی شرکت شامل 72/0 سهامداران مطلع است که بخش عمده‌ای از اعضای هیئت‌مدیره (668/0) را تشکیل می‌‌دهند. میانگین 9/17‌درصدی عدم اطمینان محیطی بیان‌کنندۀ ثبات در روند فروش شرکت‌‌های بورس اوراق بهادار است. ارزش میانگین اندازۀ شرکت 858۰/5 و نسبت جاری 6۰43/0 است؛ به عبارتی، بخش عمده‌‌ای از دارایی‌‌های شرکت‌‌ها جاری و بیان‌کنندۀ بالاتربودن سرمایه‌گذاری کوتاه‌مدت است. میانگین اهرم مالی و نوسان بازده به ترتیب برابر با 6427/0 و 3895/0 است که نشان می‌‌دهد بخش عمده‌ای از مصارف شرکت از محل بدهی‌‌ها تأمین مالی شده است. ارزش میانگین بازده دارایی و زیان شرکت به ترتیب برابر با 1376/0 و 0874/0 و بیان‌کنندۀ ایجاد 13/0‌درصدی بازدهی به ازای هر ریال سرمایه‌‌گذاری در دارایی‌‌هاست. ارزش میانگین 1641/1 برای نسبت ارزش بازار به دفتری نشان‌دهندۀ فرصت‌‌های رشد (واعظ، رمضان‌احمدی و رشیدی‌باغی، 2014) برای شرکت‌‌های مطالعه‌شده است. با بررسی میانه و میانگین متغیرهای ذکرشده می‌‌توان گفت ارزش میانگین‌‌ها، به‌جز نسبت جاری، از میانه‌‌ها بزرگ‌تر است که انحراف منطقی در توزیع‌‌ متغیرهای مطالعه‌شده را نشان می‌دهد. با بررسی ضریب تغییرات داده‌‌ها می‌‌توان استدلال کرد که داده‌‌های مربوط به متغیرهای وابسته و مستقل توزیع نرمال دارد. در ادامه جدول همبستگی بین متغیرهای پژوهش ارائه شده است که وجودنداشتن همخطی بین متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد.


جدول (2) همبستگی بین متغیرهای پژوهش

نوسان بازده

مالکیت نهادی

اهرم مالی

ارزش بازار به دفتری

زیان شرکت

مالکیت مدیریت

بازده دارایی‌‌ها

نسبت جاری

اندازۀ شرکت

محدودیت تأمین مالی

اعتماد به نفس بیش از اندازه

حق‌الزحمۀ برآوردی حسابرسی

همبستگی

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0000/1

حق‌الزحمۀ برآوردی حسابرسی

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0000/1

0240/0-

اعتماد به نفس بیش از اندازه

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0000/1

2566/0-

1162/0

محدودیت تأمین مالی

 

 

 

 

 

 

 

 

0000/1

0465/0

2847/0-

1047/0-

اندازۀ شرکت

 

 

 

 

 

 

 

0000/1

1632/0-

0509/0

1255/0

0356/0

نسبت جاری

 

 

 

 

 

 

0000/1

0490/0

3093/0-

3142/0-

7576/0

0405/0-

بازده دارایی‌‌ها

 

 

 

 

 

0000/1

0251/0

0499/0

0701/0

0229/0

0202/0

0694/0

مالکیت مدیریت

 

 

 

 

0000/1

0477/0-

2844/0-

0494/0

0163/0

3257/0

2131/0-

1106/0

زیان شرکت

 

 

 

0000/1

0141/0-

0368/0-

0851/0-

4210/0-

2536/0

0118/0-

0528/0-

0109/0-

ارزش بازار به دفتری

 

 

0000/1

1471/0

2282/0

0291/0-

1475/0-

2563/0

0133/0

3872/0

1688/0

1026/0

اهرم مالی

 

0000/1

0306/0-

0338/0-

0149/0

4212/0

0157/0

0633/0

0188/0

0171/0

0342/0

0674/0

مالکیت نهادی

0000/1

0690/0-

0583/0-

0134/0-

0100/0-

0183/0-

0178/0

0074/0-

0529/0-

0045/0-

0382/0

1170/0

نوسان بازده

 

 

برآورد نهایی الگوی پژوهش با استفاده از رویکرد داده‌‌های ترکیبی به شرح زیر است:


جدول (3) نتایج حاصل از برآورد الگوی پژوهش

 

متغیر

نماد

ضریب

آمارۀ t

سطح خطا

VIF

محدودیت تأمین مالی (KZ)

KZ

1090/0

5429/2

0112/0

25/1

اعتماد به نفس بیش از اندازه (OC)

OC

7871/3

1963/3

0014/0

36/1

OC*KZ

OC*KZ

1874/0

8138/1

0700/0

17/1

نسبت جاری

C_Rate

0549/0-

6148/0-

5388/0

45/1

مالکیت نهادی

INST

0845/0

3337/1

1826/0

63/1

اهرم مالی

LEV

2693/0

5848/3

0004/0

44/1

زیان شرکت

LOSS

0732/0

3856/2

0173/0

21/1

اندازۀ شرکت

SIZE

1290/0-

8391/3-

0000/0

19/1

مالکیت مدیریت

MGO

1450/0

4880/1

1371/0

08/2

ارزش بازار به دفتری

MTB

0453/0-

3435/0-

7312/0

15/1

بازده دارایی‌‌ها

ROA

1576/0

1193/1

2633/0

23/1

نوسان بازده

RETVOL

2881/0

4377/5

0000/0

18/2

جزء ثابت

C

3946/0

9078/1

0567/0

-

اثرات سال

کنترل شد

اثرات صنعت

کنترل شد

ضریب تعیین

4726/0

ضریب تعیین تعدیلشده

3614/0

آمارۀ دوربین - واتسون

8108/1

آمارۀ F

3561/15

احتمال آمارۀ F

0000/0

تعداد مشاهدات

792

 

 

براساس الگوی (2)، فرضیۀ اول پژوهش مبنی بر اینکه اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران به‌صورت معناداری سبب تغییر حق‌الزحمه‌‌های حسابرسی می‌‌شود - با توجه به اینکه از 5 درصد کوچک‌تر بوده است - رد نشده است. فرضیۀ دوم نیز پژوهش مبنی بر اینکه محدودیت تأمین مالی به‌‎صورت معناداری سبب تغییر حق‌الزحمه‌‌های حسابرسی می‌‌شود، رد نشده است. همان طور که مشاهده می‌‌شود، آمارۀ t برابر 1963/3- و بیان‌کنندۀ تأییدشدن فرضیۀ دوم است. در فرضیۀ سوم مطابق با جدول (3) ضریب B3با 1874/0 و آمارۀ t 8338/1، مثبت و معنادار است و محدودیت تأمین مالی اثر معناداری بر تعامل مشترک اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران و حق‌الزحمۀ حسابرسی دارد.

براساس نتایج تخمین الگو‌‌ها، می‌‌توان نتیجه گرفت که براساس سطح خطای احتمال مربوط به آمارۀ F که از 5 درصد کمتر است، معناداری الگو‌‌های پژوهش تأیید می‌‌شود؛ درنتیجه، در سطح خطای ۵‌درصد معناداربودن الگو‌‌ها اثبات‌شدنی است. با توجه به آمارۀ دوربین - واتسون (۸۱۰۸/۱) وجودنداشتن خودهمبستگی در الگو‌‌های پژوهش تأیید می‌‌شود.

 

نتایج و پیشنهادها.

در پژوهش حاضر نقش محدودیت تأمین مالی در تغییر اثر تعاملی بین اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران و حق‌الزحمۀ حسابرسی مطالعه و فرضیۀ اول تأیید شده است. نتایج حاصل از این فرضیه مشابه نتایج پژوهش والف[93] و هرمنسون (2004) و بویل[94]، دیزورت[95] و هرمنسون (2015) است. آنها به این نتیجه رسیدند که اعتماد به نفس بیش از اندازه و رفتار مدیریت تابعی از خصوصیات انتزاعی و فکری است که سبب شناسایی فرصت‌‌های تقلب و ضعف‌‌های کنترل داخلی می‌‌شود و به‌صورت گسترده‌‌ای از اقلام تعهدی برای دست‌یابی به منافع شخصی خود استفاده می‌‌کنند؛ به‌گونه‌ای که ریسک کشف‌نشدن حسابرسی بالا می‌رود و حسابرسان برای پوشش ریسک و دست‌یابی به حداقل صرف مربوط، حق‌‌الزحمۀ حسابرسی را افزایش می‌‌دهند. نتایج حاصل از بررسی فرضیۀ دوم نشان می‌‌دهد تغییرات ایجادشده در حق‌‌الزحمۀ حسابرسی تابعی از محدودیت تأمین مالی است. نتایج حاصل از این فرضیه با پژوهش‌‌های برونسیلز[96]، نیکل[97] و ویلکینز[98] (2011) تطابق دارد. در شرایط محدودیت تأمین مالی، مدیران تمایل به دستکاری رو به بالای سود دارند تا از این طریق شرایط دریافت تسهیلات را بهبود بخشند یا مانع حال‌شدن بدهی‌‌های قراردادی شوند. ازطرفی، برای نگهداشت سهامدارن کلیدی و ممانعت از کاهش رتبۀ اعتباری شرکت، برخی رویه‌‌ها و رویکردهای مالی را دستکاری می‌‌کنند (دیچو[99] و تانگ[100]، 2009) که پیامد آن افزایش ریسک برای حسابرسان است؛ بنابراین، با توجه به اینکه متغیر ریسک از عوامل اصلی الگوی حق‌الزحمۀ حسابرسی به شمار می‌‌رود، افزایش آن سبب افزایش حق‌الزحمۀ حسابرسی می‌‌شود. نتایج حاصل از بررسی فرضیۀ سوم نشان می‌‌دهد تغییرات ایجادشده در حق‌الزحمۀ حسابرسی تابعی از اثر تعاملی اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران و محدودیت تأمین مالی است. نتایج حاصل از این فرضیه با پژوهش‌‎های پورناناندام[101] (2008) و کریشنان و وانگ (2015) تطابق دارد. در شرکت‌‌های دارای محدودیت مالی، اعتماد به نفس بیش از اندازه سبب تغییر وضعیت نقدینگی می‌‌شود. در این شرایط محدودیت تأمین مالی سبب سرمایه‌‌گذاری کمتر از حد می‌‌شود (آلتی[102]، 2003). نظریۀ سرمایه‌‌گذاری مدرن معتقد است شرکت‌‌ها تمایل به سرمایه‌‌گذاری در پروژه‌‌های بدون ریسکی دارند که به هزینۀ تأمین مالی کمتری نیازمند است و در صورت محدودیت تأمین مالی، کارآیی سرمایه‌‌گذاری از بین می‌‌رود؛ به عبارتی، در این شرایط مدیران برای دست‌یابی به طرح‌‌های انگیزشی، اخبار بد ناشی از کمبود منابع مالی را به دوره‌‌های بعدی منتقل می‌کنند و با توجه به خوش‌‌بینی بالای خود، انتظار به اصلاح و بهبود شرایط در دوره‌‌های بعدی را دارند. در این حالت، شناسایی اقلام تعهدی و اخبار بد منتقل‌شده به دوره‌‌های بعدی به تلاش بیشتر و سرپرستی تخصصی‌‌تر حسابرسی نیاز دارد که سبب افزایش حق‌‌الزحمۀ حسابرسی می‌‌شود.

با توجه به یافته‌‌های پژوهش، هیئت‌مدیره‌‌ها باید نسبت به اعمال نظارت و رویکردهای کنترلی توجه بیشتری داشته باشند؛ زیرا در صورت اجرانشدن رویه‌‌های مربوط به آن مدت زمان زیادی لازم است تا پیامدهای ناشی از ضعف در عملکرد مدیران مشخص شوند. به‌علاوه با توجه به افزایش ریسک شرکت، حق‌الزحمۀ حسابرسی نیز افزایش می‌‌یابد. هیئت‌مدیره باید نسبت به ریسک و فرصت‌‌های مرتبط با تغییرات در عوامل رفتاری مدیرعامل آگاهی داشته باشند؛ زیرا ممکن است فرصتی برای بهبود تأمین مالی، کاهش حق‌‌الزحمۀ حسابرسی یا به تأخیر انداختن پیامدهای منفی سرمایه‌گذاری فراهم شود. الگو‌‌های کنونی تأمین مالی بر این فرض مبتنی‌اند که اعتماد به نفس بیش از اندازه براساس عوامل شرکتی در یک نقطه از زمان تعیین می‌‌شود و چسبندگی و مقاومت‌‌های مؤثر بر آن در نظر گرفته نمی‌‌شوند. در این راستا و با توجه به نتایج پژوهش می‌‌توان با در پیش گرفتن رویکردهای محدودکنندۀ اعتماد به نفس بیش از اندازۀ مدیران (ازجمله محافظه‌‌کاری) خوش‌‌بینی مدیران را ازطریق انتقال سریع‌‌تر اخبار بد به سهامداران (برای انجام اقدامات اصلاحی) کنترل کرد و محدودیت‌‌های تأمین مالی ناشی از فرصت‌طلبی مدیران را به حداقل رسانید. با کاهش ریسک ناشی از خوش‌‌بینی مدیران، انتظار کاهش در حق‌‌الزحمه‌‌های حسابرسی مطابق با نتایج پژوهش وجود دارد.

برای تکمیل نتایج این پژوهش پیشنهاد می‌‌شود در آینده اثر تعاملی ساختار مالکیت و اعتماد به نفس بیش از اندازه بر محدودیت تأمین مالی و برای شناخت رفتارهای عملکردی مدیران در بلندمدت، تفاوت‌‌های ناشی از قابلیت مقایسۀ صورت‌‌های مالی بر محدودیت‌‌های تأمین مالی بررسی شود.



[1]. Shyti

[2]. Patel

[3]. Pereira

[4]. Zavodov

[5]. Tan

[6]. Demerjian

[7]. Lev

[8]. Lewis

[9]. McVay

[10]. Krishnan

[11]. Wang

[12]. Ge

[13]. Matsumoto

[14]. Zhang

[15]. Choi

[16]. Kim

[17]. Efendi

[18]. Srivastava

[19]. Swanson

[20]. Casterella

[21]. Francis

[22]. Walker

[23]. Koussis

[24]. Martzoukos

[25]. Trigeorgis

[26]. Frank

[27]. Obloj

[28]. Hirshleifer

[29]. Low

[30]. Teoh

[31]. Farre-Mensa

[32]. Ljungqvist

[33]. Silva

[34]. Carreira

[35]. Butzen

[36]. Fuss

[37]. Vermeulen

[38]. Angelopoulou

[39]. Gibson

[40]. Shapiro

[41]. Ferguson

[42]. Lennox

[43]. Taylor

[44]. Villiers

[45]. Hayb

[46]. BenAli

[47]. Lasage

[48]. Astana

[49]. Boone

[50]. De Meyere

[51]. Bauwhede

[52]. Cauwenberge

[53]. Saleem

[54]. Alzoubi

[55]. March

[56]. Ben-David

[57]. Graham

[58]. Harvey

[59]. Englmaier

[60]. Bolton

[61]. Brunnermeier

[62]. Veldkamp

[63]. Armstrong

[64]. Core

[65]. Verrechia

[66]. Shapira

[67]. Beasley

[68]. Carcelo

[69]. Hermanson

[70]. Neal

[71]. Hoitash

[72]. Markelevich

[73]. Barragato

[74]. Menon

[75]. Williams

[76]. Ericson

[77]. Pakes

[78]. Madsen

[79]. Desai

[80]. Moore

[81]. Healy

[82]. Gul

[83]. Khedmati

[84]. Lim

[85]. Navissi

[86]. Kaplan

[87]. Zingales

[90]. Lin

[91]. Hu

[92]. Chen

[93]. Wolfe

[94]. Boyle

[95]. Dezoort

[96]. Bruynseels

[97]. Knechel

[98]. Willekens

[99]. Dichev

[100]. Tang

[101]. Purnanandam

[102]. Alti

[1] تهرانی، ر.، و حصارزاده، ر. (1388). تأثیر جریان‌‌های نقد آزاد و محدودیت در تأمین مالی بر بیش‌ سرمایه‌‌گذاری و کم ‌سرمایه‌‌گذاری. تحقیقات حسابداری و حسابرسی، 1 (3)، 67-50.

[2] حساس‌یگانه، ی.، حسنی‌القار، م. و مرفوع، م. (1394). بیش‌اطمینانی مدیریت و حق‌الزحمۀ حسابرسی. فصلنامۀ بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 22 (3)، 384-362.

[3] خدادادی، و.، و حاجی‌‌زاده، س. (1390). تئوری نمایندگی و حق‌الزحمۀ حسابرسی مستقل: آزمون فرضیۀ جریان نقد آزاد. دانش حسابداری مالی، 1 (2)، 92-76.

[4] لاری‌دشت‌بیاض، م.، صالحی، م. و سخاوت‌پور، م. (1397). بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی‌ها و تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6 (1)، 196-181.

[5] محمدی، الف.، سبزعلی‌پور, ف. و دهقانی، ف. (1397). بررسی رابطۀ شفافیت شرکتی و محدودیت در تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شدۀ بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6 (1)، 216-201.

[6] مهدوی، غ.، و رستگاری، ن. (1397). کیفیت حسابرسی و محدودیت در تأمین مالی. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6 (3)، 117-132.

[7] نصیرزاده، ف.، عباس‎‌زاده، م. و ذوالفقارآرانی، م. (1396). بررسی تأثیر خوش‌بینی مدیران و عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از آن بر روی ریسک سقوط قیمت سهام. فصلنامۀ حسابداری مالی، ۹ (۳۴)، 70-35.

[8] واعظ، س.، رمضان‌احمدی، م. و رشیدی‌باغی، م. (1392). تأثیر کیفیت حسابرسی بر حق‌الزحمۀ حسابرسی شرکت‌‌های بورسی. مجلۀ دانش حسابداری مالی، 3 (1)، 114-92.

 

References

[9] Alti, A. (2003). How sensitive is investment to cash flow when financing is frictionless? Journal of Finance, 58: 708-723. Doi: https://doi.org/10.1111/1540-6261.00542.

[10] Angelopoulou, E., & Gibson, H. D. (2007). The balance sheet channel of monetary policy transmission: Evidence from the UK. Economical, 76 (304): 675-703. Doi: https://www.jstor.org/stable/ 40268893.

[11] Armstrong, C., Core, D. Taylor, R. & Verrechia, R. (2011). When does information asymmetry affect the cost of capital? Journal of Accounting Research, 49 (1): 2-40. Doi: https://doi.org/10.1111/ j.1475-679X.2010.00391.x.

[12] Astana, S., & Boone, J. (2012). Abnormal audit fee and audit quality. Auditing: Journal of Practice & Theory, 31 (3): 2-23. Doi: https://doi.org/10.2308/ajpt-10294.

[13] Beasley, M. S., Carcelo, D. Hermanson, R. & Neal, T. (2010). Fraudulent financial reporting 1998–2007: An analysis of U.S. public companies. Durham, NC: COSO.

[14] Ben-Ali, C., & Lesage, C. (2012). Audit pricing and nature of controlling shareholder: Evidence from France, China. Journal of Accounting Research, 6 (1): 22-34. Doi: https://doi.org/10.1016/j.cjar. 2012.08.002.

[15] Ben-David, I., Graham, J. R. & Harvey. C. R. (2013). Managerial miscalibration. The Quarterly Journal of Economics, 128 (4): 1548-1584. Doi:  https://doi.org/ 10.1093/qje/qjt023.

[16] Bolton, P., Brunnermeier, M. K. & Veldkamp. L. (2013). Leadership, coordination and corporate culture. Review of Economics Studies, 80 (2): 512-538. Doi: https://www.jstor.org/stable/ 43551494.

[17] Boyle, D., DeZoort, F. & Hermanson, D. (2015). The effect of alternative fraud model use on auditors’ fraud risk judgments. Journal of Accounting and Public Policy, 34 (6): 578-596. Doi: 10.1016/j.jaccpubpol.2015.05.006.

[18] Bruynseels, L., Knechel, W. R. & Willekens, M. (2011). Auditor differentiation, mitigating management actions and audit-reporting accuracy for distressed firms. Auditing: A Journal of Practice & Theory, 30 (1): 1-20. Doi: https://doi.org/10.2308/aud.2011.30.1.1.

[19] Butzen, P., Fuss, C. & Vermeulen, P. (2002). The interest rate and crédit channels in Belgium: An investigation with micro-level firm data. Brussels Economic Review, 45 (3), 5-36. Doi: https://dipot.ulb. ac.be/dspace/bitstream/2013/11809/1/ber-0220.pdf.

[20] Casterella, J., Francis, J. Lewis, B. & Walker, P. (2004). Auditor industry specialization, client bargaining power and audit pricing. Auditing: A Journal of Practice & Theory, 23 (1): 124-140.

[21] Choi, J. H., Kim, C. F. Kim, J. B. & Zang, Y. S. (2010). Audit office size, audit quality and audit pricing. Auditing: A Journal of Practice & Theory, 29 (1): 74-97. Doi: https://doi.org/10.2308/aud. 2004.23.1.123.

[22] Demerjian, P., Lev, B. Lewis, M. & McVay. S. (2013). Managerial ability and earnings quality. The Accounting Review, 88 (2), 464-499. Doi: https://doi.org/ 10.2308/accr-50318.

[23] DeMeyere, M., Bauwhede, H. & Cauwenberge, P. (2018). The impact of financial reporting quality on debt maturity: The case of private firms. Accounting and Business Research, 48 (7), 759-781. Doi: https://doi.org/10.1080/00014788.2018.1431103.

[24] DeVilliers, C., Hay, D. & Zhang, Z. (2013). Audit fee stickiness. Managerial Auditing Journal, 29 (1), 2-26. Doi: https://doi.org/10.1108/MAJ-08-2013-0915.

[25] Dichev, I. D., & Tang, V. W. (2009). Earnings volatility and earnings predictability. Journal of Accounting and Economics, 47 (1): 160-182. Doi: https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2008.09.005.

[26] Efendi, J., Srivastava, A. & Swanson. E. (2007). Why do corporate managers misstate financial statements? The role of option compensation and other factors. Journal of Financial Economics, 85 (3): 677-708. Doi: https://doi.org/10.1016/ j.jfineco.2006.05.009.

[27] Englmaier, F. (2011). Commitment in R&D tournaments via strategic delegation to overoptimistic managers. Managerial and Decision Economics, 32 (1): 64-69. Doi: https://doi.org/10.1002/mde.1518.

[28] Ericson, R., & Pakes. A. (1995). Markov-perfect industry dynamics: A framework for empirical work. The Review of Economic Studies, 62 (1): 53-83. Doi: 10.2307/2297841.

[29] Farre-Mensa, J., & Ljungqvist, A. (2013). Do measures of financial constraints measure financial constraints? The Review of Financial Studies, 29 (2), 271-308. Doi: https://doi.org/10.1093/rfs/hhv052.

[30] Ferguson, A., Lennox, C. & Taylor, S. (2005). Audit fee rigidities in the presence of market frictions: Evidence and explanations. Working paper, University of New South Wales.

[31] Frank, D., & Obloj, T. (2014). Firm-specific human capital, organizational incentives and agency costs: Evidence from retail banking. Strategic Management Journal, 35 (9), 1279-1301. Doi: https://doi.org/10.1002/smj.2148.

[32] Ge, W., Matsumoto, D. & Zhang, J. (2011). Do CFOs have style? An empirical investigation of the effect of individual CFOs on accounting practices. Contemporary Accounting Research, 28 (4), 1141-1179. Doi: https://doi.org/ 10.1111/j.1911-3846.2011.01097.x.

[33] Gul, F. A., Khedmati, M. Lim, E. K. & Navissi., F. (2018). Managerial ability, financial distress and audit fees. Accounting Horizons, 32 (1), 29-51. Doi: https://doi.org/10.2308/acch-51888.

[34] HasasYeganeh, Y., HasaniAlghar, M. & Marfou, M. (2015). Managerial overconfidence and audit fees. Journal of Accounting and Auditing Review, 22 (3), 363-384. (In Persian).

[35] Hesarzadeh, R., & Tehrani, R. (2008). The impact of free cash flows and financing restrictions on over-investment and under-investment. Accounting Research, 3 (3), 50-67. (In Persian).

[36] Hirshleifer, D., Low, A. & Teoh H. (2012). Are overconfident CEO better innovators? The Journal of Finance, 67 (4), 1458-1498. Doi: https://doi.org/ 10.1111/j.1540-6261.2012.01753.x.

[37] Hoitash, R., Markelevich, A. & Barragato, C. (2007). Auditor Fees and Audit Quality. Managerial Auditing Journal, 22 (8), 761-786. Doi: https://doi.org/10.1108/02686900710819634.

[38] Kaplan, S. N., & Zingales. L. (1997). Do investment–cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints? Quarterly Journal of Economic, 112 (1), 169-216. Doi: https://www.jstor.org/ stable/2951280.

[39] Khodadadi, V., & Hajizadeh, S. (2012). Agency theory and audit fees; Test of free cash flow hypothesis. Empirical Research of Financial Accounting, 01 (2), 76-92. (In Persian).

[40] Koussis, N., Martzoukos, S. H. & Trigeorgis, L. (2007). Real R&D options with time-to-learn and learning-by-doing. Annals of Operations Research, 151 (1), 29-55. Doi: https://doi.org/10.1007/s10479-006-0127-3.

[41] Krishnan, G., & Wang, C. (2015). The relation between managerial ability and audit fees and going concern opinions. Auditing: A Journal of Practice & Theory, 34 (3), 139-160. Doi: https://doi.org/10.2308/ajpt-50985.

[42] LariDashtbayaz, M., Salehi, M. & Sekhavatpoor, M. (2018). The relationship between financial constraints, the structure of assets and financing in companies listed in tehran stock exchange. Asset Management and Financing, 6 (1), 181-196. (In Persian).

[43] Lin, Y., Hu, Y. & Chen, M. (2005). Managerial optimism and corporate investment: Some empirical evidence from Taiwan. Pacific-Basin Finance Journal, 13 (5), 523-546. Doi: https://doi.org/10.1016/ j.pacfin.2004.12.003.

[44] Madsen, P., & Desai, V. (2010). Failing to learn. The effects of failure and success on organizational learning in the global orbital launch vehicle industry. Academy of Management Journal, 53 (3), 452-476. Doi: https://doi.org/10.5465/ amj.2010.51467631.

[45] Mahdavi, G., & Rastegari, N. (2018). Audit quality and financial constraints. Asset Management and Financing, 6 (3), 117-132. (In Persian).

[46] March, G. (1991). Exploration and exploitation in organizational learning. Organization Science, 2 (1), 71-87. Doi: https://www.jstor.org/stable/2634940.

[47] March, G., & Shapira, Z. (1987). Managerial perspectives on risk and risk taking. Management Science, 33 (11), 1404-1418. Doi: https://doi.org/10.1287/ mnsc.33.11.1404.

[48] Menon, K., & Williams, D. (2001). Long term trends in audit fees. Auditing: Journal of Practice and Theory, 20 (1), 116-136. Doi: https://doi.org/10.2308/aud.2001. 20.1.115.

[49] Mohammadi, E., Sabzalipour, F. & Dehghani, F. (2018). Examining the relationship between corporate transparency and financial constraints of Listed Companies in Tehran Stock Exchange. Asset Management and Financing, 6 (1), 201-216. (In Persian).

[50] Moore, A., & Healy, P. (2008). The trouble with overconfidence. Psychological Review, 115 (2), 503-517. Doi: 10.1037/0033-295X.115.2.502.

[51] Nasirzadeh, F., Abbaszadeh, M. R. & zolfagharArani, M. H. (2018). Examining the impact of overconfidence of managers and the resulting information asymmetry on risk of falling of stock prices. Quarterly Financial Accounting Journal, 9 (34), 35-70. (In Persian).

[52] Patel, K., Pereira, R. A. & Zavodov, K. V. (2009). Mean‐Reversion in REITs discount to NAV & risk premium’. Journal of Real Estate Finance and Economics, 39 (3), 229-247. Doi: https://doi.org/10.1007/ s11146-009-9185-z.

[53] Purnanandam, A. (2008). Financial distress and corporate risk management: Theory and evidence. Journal of Financial Economics, 87 (3), 707-739. Doi: https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2007.04.003.

[54] Saleem, E., & Alzoubi, S. (2018). Audit quality, debt financing and earnings management: Evidence from Jordan. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 30, 69-84. Doi: https://doi.org/10.1016/j.intaccaudtax.2017.12.001.

[55] Shapiro, C. (1983). Premiums for high quality products as returns to reputations, Quarterly Journal of Economics, 97, 659-679. Doi: https://doi.org/10.2307/1881782.

[56] Shyti, A. (2013). Overconfidence and Entrepreneurial Choice under Ambiguity. Academy of Management Proceedings, 2013 (1). Doi: https://doi.org/10.5465/ ambpp.2013.13508abstract.

[57] Silva, F., & Carreira, C. (2012). Measuring firms' financial constraints: A rough guide. Notas Econ_omicas, 36, 23-46. Doi: http://gemf.fe.uc.pt/ workingpapers/pdf/2012/gemf_2012-14.pdf.

[58] Tan, K. J. K. (2017). Why do overconfident REIT CEOs issue more debt? Mechanisms and value implications. Abacus, 53, 319-348. Doi: https://doi.org/10.1111/abac.12111.

[59] Vaez, S. A., RamzanAhmadi, M. & RashidiBaqhi, M. (2014). The effect of audit quality on audit fees in Companies Listed in Stock Exchange. Empirical Research of Financial Accounting, 1 (1), 87-107. (In Persian).

[60] Villiers, C., Hayb, D. & Zhang, Z. (2014). Audit fee stickiness. Managerial Auditing Journal, 29 (1), 2-26.

[61] Wolfe, D. T., & Hermanson, D. R. (2004). The fraud diamond: Considering the four elements of fraud. The CPA Journal, 74 (12), 38-42.